Sau khi thang đo được kiểm định, xác định các biến quan sát được giữ lại, bước tiếp theo là tiến hành chạy hồi quy tuyến tính và kiểm định với mức ý nghĩa 5% theo mô hình:
Y = B0 + B1*X1 + B2*X2 + B3*X3 + B4*X4 + B5*X5 + B6*X6 + B7*X7 + B8*X8
Trong đó:
B0 : hằng số
Biến độc lập Y: số tiền chi tiêu hàng tháng của người tiêu dùng dành cho sản phẩm thuốc không kê đơn
Biến phụ thuộc: Xi (i=1-8) lần lượt là các biến Kinh nghiệm (KN), Người bán (NB), Nhu cầu (NC), Người quen (NQ), Bác sĩ (BS), Điểm bán (DB), Trung thành (TT), Thương hiệu (TH).
Bi: các hệ số hồi quy (i=1-8)
Phân tích hồi quy này được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến (phương pháp Enter) với phần mềm SPSS 16.0. Các biến được đưa vào cùng một lúc, kết quả phân tích hồi quy được trình bày ở bảng 4.11 và bảng 4.12.
Bảng 4.11: Mô hình tóm tắt
Model Summaryb
Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the
Estimate Durbin-Watson
1 .631a .498 .472 .83549 1.824 a. Predictors: (Constant), TH, NC, KN, TT, DB, NQ, BS, NB
b. Dependent Variable: So tien chi tieu cho thuoc trong 1 thang
Nguồn: Bài nghiên cứu.
Bảng 4.12: Kết quả hồi quy
Coefficientsa Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics
B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) 1.143 .592 1.929 .055 KN -.135 .086 -.094 -1.581 .116 .916 1.091 NB .640 .075 .533 8.524 .000 .821 1.331 NC .125 .080 .090 3.572 .018 .969 1.032 NQ .182 .088 .127 2.071 .040 .848 1.179 BS -.495 .100 -.324 -4.956 .000 .751 1.219 DB .093 .093 .062 1.005 .316 .832 1.202 TT .073 .088 .049 .835 .405 .912 1.096 TH .094 .082 .073 2.153 .038 .809 1.235 a. Dependent Variable: Số tiền chi tiêu cho thuốc trong 1 tháng
Nguồn: Bài nghiên cứu.
4.4.2 Đánh giá sự phù hợp của mô hình
Kết quả phân tích hồi quy bội cho thấy R2 = 0.49 va2 R2 hiệu chỉnh = 0.47 (bảng 4.11), và kết quả thống kê F có sig. = 0.000 (Phụ lục 6), do đó mô hình hồi quy được cho là phù hợp với các biến quan sát (độ tin cậy 95%) trong mô hình và có thể giải thích được 49% sự thay đổi trong chi tiêu mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng.
4.4.3 Ý nghĩa hệ số hồi quy
Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có 5 trong 8 nhân tố của mô hình có ảnh hưởng đến mức quyết định mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh là: bác sĩ, người bán, người quen, nhu cầu và thương hiệu. Trong đó nhân tố người bán có ý nghĩa quan trọng nhất đối với số tiền chi tiêu dùng mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng vì có hệ số lớn nhất là 0.533.
Phương trình hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa quyết định mua của người tiêu dùng và các nhân tố như sau:
4.5 Dò tìm các vi phạm giả định cần thiết
Đa công tuyến là trạng thái các biến độc lập trong mô hình có tương quan chặt chẽ với nhau. Để kiểm tra hiện tượng đa công tuyến có thể sử dụng bảng ma trận tương quan hoặc kiểm tra bằng lựa chọn Collinearity Diagnostic.
Từ bảng 4.12 có thể tại tất cả các biến của mô hình đều có sig. tương ứng từng biến bé hơn tolerance và hệ số VIF của từng biến đều nhỏ hơn 2, do đó kết luận rằng các biến của mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.
Thêm vào đó, kiểm định Durbin Watson thu được giá trị d = 1.824 (bảng 4.11), kết quả này nằm trong [dn; 4 – dn]. Do đó không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình nghiên cứu.
4.6 Kết quả kiểm định giả thiết nghiên cứu
Kiểm định giả thiết đã đưa ra được thực hiên dựa trên kết quả phân tích hồi quy tuyến tính trình bày trong bảng 4.12.
Người bán là yếu tố có tác động mạnh nhất đến số tiền chi tiêu dùng mua thuốc không kê đơn hay quyết định mua của người tiêu dùng. Dấu dương của hệ số beta
Y = 0.533*Người bán + 0.09*Nhu cầu + 0.127*Người quen – 0.324*Bác sĩ + 0.073*Thương hiệu
biểu thị mối quan hệ cùng chiều. Beta = 0.533 với sig. = 0.000 < 0.05, do đó giả thiết H2 được chấp nhận.
Sau yếu tố “người bán”, các yếu tố “nhu cầu”, “người quen” và “thương hiệu” cũng có kết quả tương tự với dấu dương của hệ số beta, biểu thị mối quan hệ cùng chiều và sig. tương ứng mỗi yếu tố đều nhỏ hơn 0.05. Chỉ riêng độ lớn của beta là có sự khác nhau. Theo đó “nhu cầu” có tác động ít nhất, đến “thương hiệu” và “người quen”. Do đó, các giả thiết H3, H4 và H8 đều được chấp nhận.
Yếu tố “bác sĩ” có sig. thỏa mãn điều kiện đặc ra và dấu của beta tương ứng là âm, biểu thị mối quan hệ ngược chiều. Do đó H5 được chấp nhận.
Kết quả mô hình đã loại 3 biến độc lập “kinh nghiệm”, “điểm bán” và “trung thành”. Điều này cho thấy các yếu tố này không có tác động có ý nghĩa thống kê đến quyết định mua của người tiêu dùng thuốc không kê đơn tại thành phố Hồ Chí Minh.
Bảng 4.13: Kết luận về kiểm định các giả thiết của mô hình nghiên cứu (đã được điều chỉnh)
Giả thiết Nội dung Kết quả
H1 Yếu tố kinh nghiệm có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Bác bỏ
H2 Yếu tố người bán có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Chấp nhận
H3 Yếu tố nhu cầu có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Chấp nhận
H4 Yếu tố người quen có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Chấp nhận
H5 Yếu tố bác sĩ có tác động ngược chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Chấp nhận
H6 Yếu tố điểm bán có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Bác bỏ
H7 Yếu tố trung thành có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Bác bỏ
H8 Yếu tố thương hiệu có tác động cùng chiều đến quyết định mua
thuốc không kê đơn của người tiêu dùng. Chấp nhận
4.7 Kiểm định sự tác động đến các nhóm xã hội
Sau khi thực hiện kiểm định giả thiết mô hình, đề tài tiến hành kiểm định sự khác nhau giữa nhóm giới tính, độ tuổi, thu nhập, trình độ về quyết định mua thuốc không kê đơn. Những người được hỏi với đặc điểm kinh tế xã hội khác nhau sẽ xem xét tầm quan trọng của các yếu tố có ảnh hưởng đến việc ra quyết định mua thuốc không kê đơn.
4.7.1. Kiểm định về sự khác biệt của giới tính đến việc ra quyết định mua thuốc không kê đơn mua thuốc không kê đơn
Nhóm giới tính có 2 trạng thái thể hiện là nam và nữ nên đề tài sử dụng phép kiểm định Independent T – test để tìm sự khác biệt định lượng.
Bảng 4.14: Kết quả Independent T-test thống kê theo nhóm giới tính
Group Statistics
Giới tính N Mean Std. Deviation Std. Error Mean
So tien chi tieu cho thuoc trong 1 thang
Nam 91 2.9780 1.23808 .12979 Nữ 106 2.6415 .84164 .08175
Independent Samples Test
Levene's Test for Equality of
Variances t-test for Equality of Means
F Sig. t df Sig. (2-tailed) Mean Difference Std. Error Difference 95% Confidence Interval of the Difference Lower Upper So tien chi tieu cho thuoc trong 1 thang Equal variances assumed 6.450 .012 2.257 195 .025 .33651 .14913 .04241 .63062 Equal variances not assumed 2.194 154.705 .030 .33651 .15339 .03351 .63951
Mức ý nghĩa trong kiểm định sự bằng nhau của phương sai (Equal variances assumed) = 0.12 (<0.05) cho thấy có sự khác biệt về phương sai đối với mức độ tác động của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng nam và nữ.
Xét tiếp kiểm định sự bằng nhau của trung bình (Equality of Means), mức ý nghĩa của không giả định phương sai bằng nhau (Equal variances not assumed) = 0.03 (<0.05) cho ra một kết quả tương tự như trên.
Như vậy, đối với nhóm giới tính, sự tác động của các yếu tố “người bán”, “nhu cầu”, “người quen”, “bác sĩ”, “thương hiệu” đến quyết định mua thuốc không kê đơn là khác nhau giữa nam và nữ. Tuy nhiên, kết quả từ bảng 4.14 cho thấy sự khác biệt này không quá lớn và nam có phần trội hơn trong việc chịu tác động của các yếu tố trên khi ra quyết định mua thuốc không kê đơn.
4.7.2. Kiểm định về sự khác biệt của độ tuổi đến việc ra quyết định mua thuốc không kê đơn thuốc không kê đơn
Đề tài ghi nhận mẫu có 6 nhóm độ tuổi tương ứng sẽ có 6 biến được đưa vào kiểm định. Do đó, kiểm định One-way Anova được sử dụng đối với nhóm này.
Bảng 4.15: Kết quả One-way Anova đối với nhóm độ tuổi
So tien chi tieu cho thuoc trong 1 thang
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 36.013 5 7.203 7.564 .000 Within Groups 181.865 191 .952
Total 217.878 196
Nguồn: Bài nghiên cứu.
Bảng 4.15 cho thấy giữa các nhóm có mức ý nghĩa (Between Groups) = 0.00 (<0.05) nên có thể kết luận có sự khác biệt giữa các nhóm tuổi đối với mức độ tác
động của các yếu tố “người bán”, “nhu cầu”, “người quen”, “bác sĩ”, “thương hiệu” đến quyết định mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng.
4.7.3. Kiểm định về sự khác biệt của trình độ học vấn đến việc ra quyết định mua thuốc không kê đơn định mua thuốc không kê đơn
Đối với nhóm trình độ học vấn có 4 cách thể hiện, do đó để kiểm định sự khác biệt đề tài sử dụng kiểm định One-way Anova.
Bảng 4.16: Kết quả kiểm định One-way Anova đối với nhóm trình độ học vấn
So tien chi tieu cho thuoc trong 1 thang
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 27.715 3 9.238 9.376 .000 Within Groups 190.164 193 .985
Total 217.878 196
Nguồn: Bài nghiên cứu.
Bảng 4.16 cho thấy giữa các nhóm có mức ý nghĩa (Between Groups) = 0.00 (<0.05) cho thấy có sự khác biệt giữa các nhóm có trình độ học vấn khác nhau đối với mức độ tác động của các yếu tố “người bán”, “nhu cầu”, “người quen”, “bác sĩ”, “thương hiệu” đến quyết định mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng.
4.7.4. Kiểm định về sự khác biệt của thu nhập đến việc ra quyết định mua thuốc không kê đơn mua thuốc không kê đơn
Đối với nhóm thu nhập có 4 cách thể hiện, do đó để kiểm định sự khác biệt đề tài sử dụng kiểm định One-way Anova.
Bảng 4.17: Kết quả kiểm định One-way Anova đối với nhóm thu nhập
So tien chi tieu cho thuoc trong 1 thang
Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 6.261 3 .754 2.316 .215 Within Groups 91.618 193 .993
Total 95.878 196
Nguồn: Bài nghiên cứu.
Bảng 4.17 cho thấy giữa các nhóm có mức ý nghĩa (Between Groups)= 0.215 (>0.05) cho thấy không có sự khác biệt giữa các nhóm có thu nhập khác nhau đối với mức độ tác động của các yếu tố “người bán”, “nhu cầu”, “người quen”, “bác sĩ”, “thương hiệu” đến quyết định mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng.
4.8 Tóm tắt
Chương 4 đã trình bày chi tiết về các phương pháp phân tích số liệu đã trình bày ở Chương 3. Thực hiện kiểm định độ tin cậy của thang đo với 41 biến quan sát thông qua hệ số Cronbach’s Alpha và giữ lại 27 biến quan sát đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
Thực hiện song song việc đánh giá các kết quả phân tích nhân tố EFA thu được và giá trị nội dung của từng biến không thỏa điều kiện của kiểm định. Kết quả, sau 4 lần thực hiện phân tích EFA, rút ra được 8 nhân tố với 21 biến quan sát thỏa mãn hết các điều kiện đã đưa ra. Riêng chỉ có biến V_10, tác động của bác sĩ đến quyết định mua đạt giá trị nội dung và mức hệ số tải nhân tố xấp xỉ 0.5 nên được xem xét giữ lại.
Tiếp đến, đề tài đánh giá mức độ tác động của các nhân tố được rút ra thông qua phân tích hồi quy tuyến tính với độ tin cậy 95%. Kết quả thu được phương trình với 5 biến độc lập: người bán, bác sĩ, người quen, nhu cầu và thương hiệu. Trong đó, người bán có tác động cùng chiều và mạnh nhất đến quyết định mua của người tiêu
dùng được thể hiện thông qua số tiền chi tiêu mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh. Bên cạnh đó, yếu tố bác sĩ lại có tác động ngược chiều với beta khá lớn.
Từ đây, đề tài thực hiện đánh giá các giả thiết của mô hình nghiên cứu đã điều chỉnh với 5 giả thiết được chấp nhận và bác bỏ 3 giả thiết.
Qua kiểm định sự khác nhau trong việc chịu tác động của các yếu tố đến quyết định mua thuốc không kê đơn, đề tài nhận thấy có sự khác biệt giữa các nhóm độ tuổi và trình độ học vấn, ở hai nhóm giới tính có sự khác biệt nhỏ và các nhóm thu nhập không có sự khác biệt.
CHƯƠNG 5:
Giới thiệu
Từ những kết quả phân tích dữ liệu được trình bày trong Chương 4, Chương 5 sẽ đưa ra kết luận về kết quả nghiên cứu, đồng thời đề xuất một số kiến nghị chiến lược kinh doanh cho các công ty kinh doanh thuốc không kê đơn và các điểm bán lẻ thuốc.
5.1 Kết luận
Từ nghiên cứu cơ sở lý luận về các yếu tố tác động đến quyết định mua hàng, kết quả thu được của các đề tài liên quan và thực hiện nghiên cứu sơ bộ với phương pháp định tính tham khảo ý kiến chuyên gia, đề tài đã nhận diện được hành vi và thái độ của người tiêu dùng đối với thuốc không kê đơn. Một cách khái quát, các yếu tố có tác động đến người tiêu dùng trong suốt quá trình ra quyết định mua từ lúc nhận định nhu cầu cho đến sau khi mua. Người tiêu dùng chịu tác động của 3 nhóm yếu tố là cá nhân, chất lượng sản phẩm và sự tác động bên ngoài. Người tiêu dùng nảy sinh nhu cầu sử dụng thuốc không kê đơn trong các trường hợp bệnh nhẹ hoặc phổ biến vì họ có xu hướng tin vào khả năng tự chữa trị của mình, cũng như là để tiết kiệm thời gian và tiền khám bác sĩ. Để có được thông tin về loại thuốc cần mua, người tiêu dùng có thể tìm kiếm ở rất nhiều nguồn khác nhau như bác sĩ, người bán, người quen, quảng cáo hoặc theo kinh nghiệm bản thân. Và từ những nguồn thông tin này, cũng sẽ giúp cho người tiêu dùng lựa chọn được sản phẩm thích hợp với nhu cầu. Ở giai đoạn này, chất lượng sản phẩm, mức độ uy tín của thương hiệu cùng với giá sẽ được người tiêu dùng cân nhắc để lựa chọn. Tuy nhiên, người tiêu dùng thường không thể tự đánh giá đúng đắn về chất lượng cũng như giá cả tương ứng của sản phẩm. Ngoài ra, người tiêu dùng sẽ quan tâm đến yếu tố điểm bán thuốc và từ đó hình thành nên các hành vi sau khi mua.
Kết quả từ nghiên cứu chính thức với phương pháp định lượng khảo sát người tiêu dùng xác định những yếu tố ghi nhận được từ nghiên cứu giải thích trước đó có tác động đến quyết định mua thuốc không kê đơn của người tiêu dùng tại thành phố Hồ Chí Minh, bao gồm 5 nhân tố: “Bác sĩ”, “Người bán”, “Người quen”, “Nhu cầu”,
“Thương hiệu”. Trong đó, yếu tố người bán có tác động mạnh nhất đến quyết định mua của người tiêu dùng, thể hiện qua số tiền chi tiêu hàng tháng dành cho sản phẩm. Kế đến là yếu tố người quen, cũng đóng một vai trò quan trọng trong việc cung cấp thông tin và đưa ra lời khuyên, thúc đẩy việc ra quyết định. Yếu tố nhu cầu phát sinh khi người tiêu dùng nhận định được các nhu cầu sử dụng thuốc hoặc tác động bởi quảng cáo cũng có tác động đến quyết định mua nhưng lại không mạnh. Một yếu tố khác có tác động đến việc ra quyết định mua thuốc không kê đơn là thương hiệu. Ngược lại, yếu tố bác sĩ lại có tác động ngược chiều, làm giảm kết